環境規制對制造業技術創新影響的實證研究

李 穎

（安徽大學 經濟學院，安徽 合肥 230601）

一、文獻綜述

長期以來，粗放型經濟發展模式給我國資源和環境帶來了沉重的負擔，通過環境規制可以改善生態環境，因此，環境規制引發的技術創新越來越受到社會各界的關注。1991 年，Porter[1]（p95-117）提出了著名的“波特假說”，認為適當的環境法規將會給企業技術創新帶來刺激，從而使得企業成本降低，產品質量提高，提高國內企業在國際市場上的競爭優勢。“波特假說”提出之后，立刻引起了社會各界濃厚的興趣，圍繞這一假說，學者們展開了廣泛的研究。其中，主要觀點有以下幾種。

（一）環境規制對綠色技術創新具有積極的影響。

在“波特假說（Porter hypothesis）”提出之后，Van der linde（1995）[2]（p97-118）指出合理制定的環境標準可以觸發創新抵消，使企業能夠提高資源生產率。補充和完善了環境規制會正向影響創新活動的相關理論。曾凡銀和馮宗憲（2000）[3]（p96-101）研究發現發達國家擁有較高的環境規制標準，那些環境規制指標較低的發展中國家為了打開國際市場，將會強化本國環境規制的力度，促進企業的技術創新。李玲和陶鋒（2012）[4]（p70-82）利用面板數據模型進行了實證分析，并且測算出了環境規制的最優拐點，結果發現：對不同污染程度的產業實施的環境規制所起作用有所不同，對于重度污染的產業，環境規制可以促進技術創新和效率改進，對于其他產業效果不甚明顯。鄧峰等（2017）[5]（p51-58）從空間計量經濟學的研究視角出發，經研究認為環境規制可以有效提高技術創新效率。

（二）環境規制對技術創新的負面影響。

Leonard（1988）[6]（p223-251）和Knutsen（1995）[7]（p301-324）通過研究發現，與那些受環境規制程度較低的國家相比，受環境規制程度高的國家企業生產的產品競爭優勢較大。Wangner（2007）[8]（p1587-1602）通過實證分析發現環境規制會對企業的專利申請數量產生負效應。許士春等（2012）[9]（p67-74）分析了不同環境規制措施對企業技術創新的影響，結果表明不同的環境規制政策對企業技術創新的激勵程度有所不同。張倩等（2013）[10]p11-17）通過不同的環境規制政策與企業技術創新之間的關系，發現三種規制政策對企業技術創新所帶來的影響有所不同。

（三）環境規制對技術創新的影響具有不確定性。

國內外學者對于這部分內容的研究，主要集中在傳統理論和“波特假說”的基礎上進行的實證檢驗。Arduini 和Cesaroni（2001）以歐洲化學工業為研究對象，經考察發現環境規制與技術創新之間沒有明顯的關聯。Czech（2008）[11]（p1389-1398）研究得出，經濟增長和環境保護間的矛盾不能通過技術進步進行協調，因為大部分創新都沒有應用到實際生產中。Kneller 等（2012）[12]（p211-235）基于英國制造業2000—2006年的數據構造面板模型進行分析，發現環境監管對總研發或總資本積累沒有積極影響。蔣伏心等（2013）[13]（p44-45）采用GMM 法實證分析了環境規制對技術創新產生的影響，結果表明二者之間呈現先下降后提升的動態特征，環境規制的作用可以是正向的影響，也可以是負向的影響。

總之，學者們從不同角度、運用不同方法研究了環境規制下的企業技術創新，并取得了很多成果。學者們的研究表明，環境規制對技術創新會產生一定程度的影響。但究竟發生何種影響，目前尚未達成共識。

綜上所述，本文把大中型企業專利申請數量作為技術創新水平的衡量指標，構建單位污染物治理投入等指標組成的環境規制變量，并將門檻回歸模型引入實證分析過程，研究環境規制對制造業技術創新影響的門檻效應，這對進一步制定合理的環境規制政策具有重要意義。

二、研究設計

（一）計量模型構建。

本文的研究設計遵循以下思路展開：首先，本文通過建立面板數據模型，研究環境規制對制造業技術創新的影響；根據不同環境規制強度對制造業技術創新的影響的差異，構建門檻回歸模型，分析環境規制與制造業技術創新之間的非線性關系。

1.基準回歸模型。

本文的回歸模型中的被解釋變量是技術創新指標TIi，t，核心解釋變量是環境規制強度ERi，t，并加入各控制變量Xi，t，構建如式（1）所示的計量模型。同時，考慮到技術創新可能受到自身的過去值的影響，存在滯后性，因此本文同時將滯后一期的技術創新指標TIi.t-1作為解釋變量納入計量模型，得到技術創新產出函數形式如下：

式（1）中，i、t 分別代表產業和年份，ε表示隨機擾動項。為了探討環境規制對不同行業技術創新的不同影響，本文將34個制造業行業分為四類：勞動密集型、資源密集型、資本密集型和技術密集型制造業。

2.門檻回歸模型。

環境規制對技術創新的影響勢必受到環境規制強度高低的制約，無論是過高還是過低的環境規制都不能促進技術創新。因此，本文以環境規制強度q為門檻變量，建立了面板門檻回歸模型。假設有n個門檻值，則環境規制對技術創新的影響效應被劃分為n+1 段，如式（2）所示：

（2）中，λ1，λ2，…，λn為要估計的門檻值。δn+1代表環境規制強度在越過第n+1個門檻后，對技術創新的影響。

（二）變量與數據。

1.變量。

（1）被解釋變量，采用大中型企業專利申請數量來衡量技術創新水平TI。

（2）核心解釋變量為環境規制強度。通過計算單位污染物治理投入得到環境規制強度，其計算公式為：

其中ERit是產業i的環境規制強度，PCTit表示i 行業t 年污染物處理費用的無量綱化值，Iit是i 行業t年工業廢水、廢氣設施運行費用之和，Iˉt是各行業t 年運行費用平均值；IVTit表示i 行業t 年廢水、廢氣排放量的無量綱化值總和，SEitj表示i行業t年j種污染物排放量的無量綱化值。

2.數據。

根據《工業企業科技活動統計年鑒》中的行業分類，從39 個工業行業中選取34 個工業行業作為研究樣本。在統計年鑒中，“水的生產和供應業”“廢舊資源綜合利用業”等行業數據缺失太多，本文把它們從研究樣本中予以排除。綜上所述，選取2003—2017 年制造業面板數據進行研究。所有數據均出自2003—2018年《工業企業科技活動統計年鑒》和《中國環境統計年鑒》。

（三）控制變量。

1.外商直接投資額（FDI）。本文認為外商直接投資的流入會對東道國的生產技術產生兩方面的影響，一方面，外商直接投資可通過技術溢出促進國內的技術進步，同時還會通過降低市場的壟斷程度等手段產生競爭效應來促進生產技術進步；另一方面，外資進入會降低本企業的自主研發能力和創新能力，所以應考慮外商直接投資對生產技術進步的負面影響。

2.人力資本水平（HCL）。人力資本是影響技術創新的不可缺少的重要因素之一。研發人員的多少在很大程度上影響著企業的技術創新，核心技術人員創造性成果的具體體現為企業的技術創新。由于收集不同行業教育水平指標難度較大，本文以各行業工資水平作為衡量各行業人力資本水平的替代指標。

3.企業規模（SIZE），即規模以上工業企業總資產與工業企業數量之比。企業規模大小對創新活動的影響在學術界尚未形成統一看法。熊彼特（1928）認為大規模和壟斷性的企業更傾向于從事創新活動。與此相反，傳統理論認為企業更愿意在競爭型市場中開展技術創新活動。顯然，大型企業在開發成本非常高的領域進行創新具有優勢，大企業在資金保證、規模經濟等方面條件更為有利，往往在進入創新領域時占據主導地位。本文選擇行業總產值與企業單位數之比作為企業規模的衡量指標。

三、實證結果分析

（一）基準回歸模型。

1.全樣本實證結果與分析。

本文首先根據F 統計量進行判斷，結果顯示在置信度1%的條件下，拒絕接受混合估計效應的原假設；Hausman 檢驗結果表明回歸分析應選擇固定效應模型來進行。本文運用系統廣義矩（系統GMM）估計方法分析制造業環境規制對技術創新的影響?？紤]到變量間可能存在多重共線性，因此逐一引入解釋變量進行回歸分析。實證結果如表1所示。

表1 全樣本面板回歸結果

（2）模型中每個變量的系數值列于表的第2-6行，括號內為Z 統計量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一階和二階序列相關的P 值。

根據蔣伏心等（2013）、張偉佳（2018）等學者的研究，本文選擇外商投資額、人力資本水平、企業平均規模這三個對技術創新有著重要影響的控制變量，并逐一引入模型（1）～模型（4）中，驗證模型（1）～模型（4）。

回歸結果顯示，無論增加一個還是多個控制變量，環境規制對技術創新的影響效應均在1%的置信水平下顯著，且作用系數的波動范圍在0.1741406 到0.64434之間，說明環境規制對技術創新具有積極影響，并且是穩健的。

2.分產業樣本實證結果與分析。

考慮到工業部門的34個工業行業的異質性，環境規制可能對不同行業產生不同影響。因此，本文按照生產要素投入密集程度將制造業行業劃分為四類：勞動密集型制造業、資源密集型制造業、資本密集型制造業和技術密集型制造業，分別對這四類產業進行系統GMM 的回歸分析，探討環境規制對不同的行業發生的影響，實證結果如表2所示。

表2 分產業樣本面板回歸結果

（2）模型中每個變量的系數值列于表的第2-6行，括號內為Z 統計量。

（3）AR（1）和AR（2）中所列的值是一階和二階序列相關的P 值。

以上分析可知，對四大類產業分別進行回歸，所得的結果有所不同。對于資源密集型產業，大量自然資源在工業生產活動中被開采和消費，隨之而來的是不斷惡化的生態環境。環境規制的實施將使資源密集型產業企業利用大量資金解決環境問題，積極進行技術創新，因此，環境規制對技術創新的影響為正；對于勞動密集型產業，該產業會帶來相對較重的環境污染，環境規制的實施將增加污染控制的成本，鑒于此，從長遠來看，一般企業會選擇先進行污染控制，然后再進行技術創新。通過技術創新來改善環境污染狀況。所以實證結果得出環境規制對于技術創新的影響雖然為正但并不顯著；對于資本密集型產業來說，這些產業雖然不會在生產活動中消耗大量的自然資源，但它仍然會對環境造成一定的破壞。由于該行業主要是重工業，政府在實施環境法規時會給予一些企業財政補貼，以促進技術創新；對于技術密集型產業而言，具有低污染和低能耗的特點，屬于輕度污染產業，管理制度已經比較先進，因此環境規制對于技術創新的影響要弱一些。

（二）門檻回歸模型。

參考連玉君和程建（2006）[14]（p97-103）的檢驗方法，本文估計和檢驗面板門檻模型步驟如下：首先，對環境規制的門檻個數進行判定。依據面板門檻模型的基本原理，逐一檢驗無門檻值、一個門檻值及多個門檻值的假設，然后運用“自抽樣法”對門檻值進行統計顯著性檢驗，得到相關的P 值（結果見表3），經檢驗發現單一門檻效果的影響顯著，相應的自抽樣P 值為0.0433，雙重和三重門檻效果影響并不顯著，自抽樣P 值為0.4133 和0.9033。因此，以下分析將基于單一門檻模型進行。

表3 門檻效果檢驗

其次，判定門檻值的估計值，同時選定門檻值的置信區間。本文采用似然比統計量LR來確定門檻值。表4為門檻的估計值及其95%置信區間。參照圖1（門檻值的似然比函數圖）可以得到門檻估計值γ的95%置信區間分別為（0.5399，0.5536），并且LR 值均小于5%顯著水平下的臨界值的構成區間。根據門檻值，我國制造業各行業的環境規制強度分為較低的規制強度（er＜0.5528）和較高規制強度（er＞0.5528）兩個區間。按照各個行業的環境規制強度，可以發現較低規制強度的行業有9個，分別是煤炭開采和洗選業，非金屬礦采選業，農副食品加工業、酒、飲料和精制茶制造業，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業，木材加工及木、竹、藤、棕、草制品業，造紙及紙制品業，文教、工美、體育和娛樂用品制造業，橡膠和塑料制品業等；其余25個行業均為較高規制強度行業。

表4 門檻值估計結果

圖1 門檻值估計值與置信區間

最后，基于固定效應對門檻模型的參數進行估計，結果見表5。從環境規制強度q作為門檻變量的角度來看，環境規制在兩個區間對技術創新的影響顯然有所不同。當各行業的環境規制強度在第一區間時，估計系數為0.7275，且在1%的顯著水平上顯著，這表明環境規制極大促進了該區間企業的技術創新；當環境規制強度越過第一區間后，估計系數為0.1539，仍為正值，但不顯著，這進一步表明環境規制在該區間對技術創新能力的影響趨于減弱。

表5 門檻模型的參數估計結果

當環境規制強度處于第一區間時，由于技術創新的“創新補償”效應大于“遵循成本”效應作用，故環境規制強度的提高有助于提升技術創新能力。當環境規制處于第二區間時，環境規制強度對技術創新的影響明顯減弱并趨于下降。造成這一結果的原因可能是環境規制過高增加了企業的污染控制成本。環境規制也可能影響產品的投入價格并導致其上升，從而對技術創新產生擠出效應。

四、結論

為了檢驗環境規制與技術創新能力之間的關系，本文基于2003—2017 年中國制造業34 個行業的面板數據，進行回歸分析。結果表明：環境規制對制造業的技術創新具有積極的促進作用，且作用具有穩健性。對于制造業的不同產業來說，由于產業性質不同，環境規制對各不同產業的技術創新影響各不相同。對于資源密集型產業，環境規制的實施將使其利用大量資金解決環境問題，從而積極進行技術創新，因此，環境規制對技術創新的影響為正；對于勞動密集型產業，由于其廢水廢氣排放量較大，會造成相對較重的環境污染問題，從長遠來看，一般企業會選擇先進行污染控制，然后再進行技術創新，通過技術創新來改善環境污染狀況。所以，實證結果得出環境規制對于技術創新的影響雖然為正但并不顯著；對于資本密集型產業，由于這種產業中多數為重工業，所以政府在實施環境規制時會向一些企業提供財政補貼，促進技術創新影響；對于技術密集型產業而言，具有低污染和低能耗的特點，屬于輕度污染產業，管理制度已經比較先進，因此環境規制對于技術創新的影響要弱一些。

門檻效應檢驗發現，當門檻值小于0.5528 時，由于“創新補償”效應大于“遵循成本”效應，故提高環境規制強度有助于提升技術創新能力。當門檻值越過0.5528時，雖然仍為正值，但卻不顯著，造成這一結果的原因可能是過高的環境法規增加了企業的污染控制成本。由于環境規制的影響，這也可能引起生產產品的投入價格上漲，從而對技術創新產生擠出效應。這也說明環境規制強度過高，不利于企業的技術創新水平的提高。因此，必須合理制定環境規制強度，這樣才能有效發揮其對我國制造業的技術創新能力的積極影響。